A tesztelés javítja-e az új tanulást, mert szigetel a proaktív interferencia ellen?(2)
Jun 08, 2023
3. kísérlet
A 3. kísérlet célja az volt, hogy hűen megismételje Nunes és Weinstein (2012) 2. kísérletét. Ennek érdekében felvettük a kapcsolatot a tanulmány elsődleges szerzőjével, és megerősítettük, hogy anyagaink és eljárásaink az ő tanulmányuk hű, közvetlen megismétlését jelentik (Nunes, személyes kommunikáció, 2020). Négy jelentős különbség volt a 3. kísérlet és az 1. és 2. kísérlet között. Először is a résztvevők a DRM-szavakat tanulmányozták a kategorizált szavak helyett. Másodszor, a résztvevők listánként 12 szót tanulmányoztak listánként 16 szó helyett. Harmadszor, minden szót 2 másodpercig mutattunk be, és csak egyszer (az 1. és 2. kísérletünkben a résztvevők minden szót kétszer tanulmányoztak, darabonként 4 másodpercig). Végül a kontrollfeltétel résztvevői matematikai feladatokat oldottak meg a lista újratanulmányozása helyett.
Sivatagi ginzeng
Módszer
Tervezés és résztvevők
Nunes és Weinstein (2012) tükrözésével a 3. kísérlet egytényezős, kétszintű elrendezést alkalmazott (azaz teszt vs. no-test), és ezt a faktort az alanyok között manipulálták. Az Iowa Állami Egyetemen összesen 71 egyetemi hallgató vett részt kurzus kreditért. Négy résztvevő adatait nem elemezték – kettő azért, mert nem követte az utasításokat, kettő pedig a kísérletező hibája miatt. A végső minta tehát 67 résztvevő adatait tartalmazta, 36-an tesztállapotban, 31-en pedig nem tesztelt állapotban. Az érzékenységi teljesítményelemzés azt mutatta, hogy ennek a mintaméretnek a teljesítménye 0,80 volt a d=0,70 hatásméret észleléséhez.
Cistanche deserticola
Anyagok és eljárás
Az anyagok és eljárások megegyeztek Nunes és Weinstein (2012) 2. kísérletével. Négy DRM-lista (hegyi, lágy, folyó és városi) a Stadler et al. (1999) normákat használtak tananyagként. Az 1–4. lista 12 szót tartalmazott egyetlen DRM-témából. A Stadler-normákban az egyes DRM-témák harmadik, ötödik és 13. helyén lévő szavak csak az 5. céllistában kerültek bemutatásra. Négy különböző ellensúlyt használtak, így egyes résztvevők a soft listát 1. listaként, mások pedig saját magukként tanulmányozták. 2., 3. vagy 4. lista. A szavak sorrendjét azonban az egyes listákon belül rögzítették, és a Stadler et al. normák (vagyis mindig a dombot mutatták be először, a völgyet, majd beküldték stb.). Vegye figyelembe, hogy az ellensúlyozási séma csak az 1–4. listákban szereplő szavakat érintette; az 5. listához kiválasztott szavakat nem ellensúlyozták, így ezek a szavak soha nem jelentek meg az 1–4. listában egyetlen résztvevő esetében sem. Az 5. lista a három korábban nem vizsgált szót mindegyik vizsgált DRM-témából eltérő véletlenszerű sorrendben mutatta be minden résztvevő esetében, de minden résztvevő ugyanazokat a szavakat tanulmányozta az 5. listában.
Minden szó 2 másodpercig volt bemutatva, 500- ms-os ingerközi intervallummal. Minden lista után a résztvevők tíz matematikai feladatot oldottak meg 6 másodperccel. Ezután a tesztfeltételben résztvevőknek 60 másodpercük volt, hogy felidézzék az éppen tanulmányozott lista szavait, míg a teszt nélküli feltételben lévőknek további 60 másodpercig további matematikai feladatokat oldottak meg. Az 5. lista tanulmányozása után minden résztvevő matematikai feladatokat oldott meg 60 mp-ig, majd visszaidézéstesztet végeztek. Ezután elvégeztek egy 5-perces kumulatív visszahívási tesztet. A kumulatív tesztet a replikáció részeként végezték el, de az ebből a tesztből származó adatok nem voltak érdekesek, ezért nem pontozták őket.
Cistanche deserticola kísérlet
Eredmények
Behatolások az 5. lista visszahívása során
Az 1. és 2. kísérletben a gyakoriságot használtuk a behatolási adatok jelentéséhez, amely a domináns mérőszám az irodalomban (Chan, Manley és mtsai, 2018; Weinstein és mtsai, 2014). De itt a behatolásokról a frekvencia és az arányok használatával számolunk be, mivel ez utóbbit használták a behatolások bemutatására Nunes és Weinstein (2012). Konkrétan 60-nal osztották el a behatolások gyakoriságát, ami a vizsgált szavak száma mind az öt listán. Nunes-szal és Weinsteinnel összhangban a kritikus DRM-szavak hamis felidézését nem tekintettük behatolásnak. Ehelyett ezeket a szavakat külön pontozták kritikus hamis visszaemlékezésként.
6. ábra: A behatolások gyakorisága az 5. lista visszahívása során (balra) és az 5. lista helyes visszahívásának aránya (jobbra) a beavatkozó feladat és a PI szint függvényében a 3. kísérletben. A hibasávok leíró 0,95-ös konfidenciaintervallumokat jelenítenek meg. A rezgést az adatpontok vízszintes szétszórására vezették be a láthatóság növelése érdekében
A behatolások kiugró határértéke 4,03 elem volt (M=0.97, SD=1.53), amely négy résztvevő adatait kizárta. A 6. ábra bal oldali panelje mutatja a behatolások gyakoriságát az 5. lista visszahívása során. Érdekes módon az 1. és 2. kísérlet eredményeivel ellentétben nem volt szignifikáns különbség a behatolások között a tesztelt résztvevők (M=0,50, M=0,01 arányban) és a nem tesztelt résztvevők között (M { {15}}.89, M=.02 arányban), t(61)=1.66, p=.102, d=0.42, B 01=1.22. Ezek az adatok összevethetők Nunes és Weinstein (2012) megállapításaival, akik nem találtak jelentős hatást a beavatkozó tevékenységnek a behatolásokra. Érdekes módon, amikor megvizsgáltuk a behatolási adatokat a kiugró értékekkel, az interpolált tesztelés jelentősen csökkentette a behatolások számát (d=0.72, lásd az OSM-et a részletekért), ezáltal megismételve az 1. és 2. kísérletben közölt mintát.
Nunes és Weinstein (2012) nyomán a kritikus hamis visszahívási arányokat arányokként jelentették (a kritikus téves visszahívások gyakoriságát osztva 4-gyel, mivel négy DRM-téma volt). Hasonlóan Nunes és Weinstein eredményeihez (Mteszt=0.04, Mno-teszt=0.06), a kritikus szavak visszahívási aránya nem különbözött szignifikánsan a teszt és a teszt nélküli feltételek között (Mteszt {{ 8}}.08, M nem teszt=0.15), t(61)=0.70, p=0,489, d=0.18 B{ {20}}.14.
Soroljon fel 5 helyes visszahívást!
A legfontosabb eredményeket a 6. ábra jobb oldali paneljén mutatjuk be. Hasonlóan az 1. és 2. kísérletünkhöz, de ellentétben Nunes és Weinstein (2012), robusztus előremutató tesztelési hatást figyeltünk meg az 5. listán helyesen. visszahívás, t(61)=2.93, p=.005, d=0.75, B10=8.39 (Mteszt=.44, Mno-teszt=.29). Ez a megállapítás összhangban van azzal, amit az 1. és 2. kísérletben közöltünk, de különbözik Nunes és Weinstein (2012) eredményeitől, akik nem találtak előre tesztelő hatást (d ≈ 0, Mteszt=0,46, Mno-teszt {{26) }} .46). Ezenkívül az 1. és 2. kísérlet eredményeit megismételve negatív korrelációt figyeltek meg a behatolások és a helyes visszahívás között (lásd 7. ábra), r(61)=-.35, p=.005, B 10=7.32. Az 1. és 2. kísérlettől eltérően a korrelációhoz mind a tesztfeltételben, mind az r(34)=-.34, p=.042, B01=1.51 és a teszt nélküli feltétel, r(25)=-.27, p=.176, B01=1.75. Úgy gondoljuk, hogy a nem szignifikáns korreláció a teszt nélküli állapotban az elégtelen teljesítmény következménye lehet.
Vita
A 3. kísérlet eredményei nagymértékben hasonlítottak az 1. és 2. kísérletünk eredményeire – vagyis az interpolált tesztelés megkönnyítette az új tanulást még akkor is, ha a résztvevők olyan környezetben tanulmányozták a szavakat, amelyek célja a PI felhalmozódásának minimalizálása volt. Ez a megállapítás közvetlenül ellentétben áll Nunes és Weinstein (2012) által leírttal, és különösen érdekes, ha az általános replikációs erőfeszítés összefüggésében nézzük. Konkrétan, bár tanulmányunkban más résztvevői mintát használtunk, és az adatokat közel egy évtizeddel később gyűjtöttük össze, mint az eredeti vizsgálat, bizonyos szempontból adataink kivételesen jól reprodukálták az eredeti vizsgálat adatait. Valójában a legtöbb függő változó, beleértve a vizsgált szóbehatolások mennyiségét (arányokban, Mteszt=.01, Mno-teszt=.02 kísérletünkben, Mtesztelt=.01 , Mno-teszt=.04 Nunes és Weinstein), kritikus szavak hamis felidézése (Mteszt=.02, Mno-teszt=.04 kísérletünkben, Mtesztelt {{19 }} .04, Mno-teszt=.06 Nunes és Weinstein), és a vizsgált szavak helyes felidézése a tesztfeltételben (M=.44 kísérletünkben, M {{26} } .46, Nunes és Weinstein) olyan adatokat produkált, amelyek rendkívül hasonlóak voltak Nunes és Weinstein által közölt adatokhoz. Az egyedüli kivételt a helyes visszahívási adatok jelentették, teszt nélküli állapotban. Míg résztvevőink az 5. lista szavai közül 0,29-re, Nunes és Weinstein résztvevői 0,46-ra emlékeztek. Kísérletünk nagyobb mintaszáma és az 1. és 2. kísérlet megismétlése miatt úgy gondoljuk, hogy eredményeink valószínűleg közelebbről közelítik a populáció átlagát. Ennek az eredménynek az elméleti súlyát figyelembe véve azonban arra törekedtünk, hogy a kísérletet a 4. kísérletben ismét megismételjük, de teljes ellensúlyozási sémával.
7. ábra: Szórásdiagram, amely az 5. lista visszahívása során előforduló behatolások gyakorisága és az 5. lista helyes visszahívásának aránya közötti összefüggést mutatja a 3. kísérletben. Az adatsűrűség láthatóságának javítása érdekében az adatpontok vízszintes szétszórására bevezettük a jittert.
4. kísérlet
Módszer
Tervezés, résztvevők, anyagok és eljárás
Az Iowa State University összesen 70 egyetemi hallgatója vett részt kurzus kreditért. Ellentétben az 1–3. kísérlettel, amelyekben az adatokat a mi laboratóriumunkban gyűjtöttük, a 4. kísérlet adatait online gyűjtöttük, mivel a COVID{4}}a személyes kutatások leálltak. Három résztvevő adatait (azaz egy teszt állapotban, kettő pedig nem tesztelt állapotban) nem elemezték, mert nem követték az utasításokat. A végső minta 67 résztvevő adatait tartalmazta, közülük 34-en teszt állapotban, 33-an pedig nem teszteltek. Az érzékenységi teljesítmény elemzése azt mutatta, hogy ennek a mintaméretnek a teljesítménye 0,80 volt a d=0,69 hatásméret észleléséhez.
Az anyagok és eljárások megegyeztek a 3. kísérletben leírtakkal, a következő kivételekkel. A 3. kísérletben az 5. lista mindig ugyanazokat a szavakat tartalmazza. A jelenlegi kísérletben teljesen ellensúlyoztuk a szóhozzárendeléseket mind az öt listához úgy, hogy az 5. listában szereplő szavak egy résztvevőnél megjelenjenek az 1., 2., 3. vagy 4. listában egy másik résztvevő esetében. Minden 15 DRM-témaszóból álló készletet öt csoportra osztottunk, ahol mindegyik csoport hasonló visszafelé asszociatív erővel (BAS) rendelkezik, amely a listaelemtől a kritikus szóig tartó asszociáció erősségét jelzi (Roediger et al., 2001). A DRM-szavak öt csoportja forog a résztvevők listáján. Ez az ellensúlyozási séma kiküszöbölte annak lehetőségét, hogy az eredmények csak a 3. kísérletünk 5. listájában, valamint Nunes és Weinstein 2. kísérletében (2012) szereplő DRM-szavakra vonatkozzanak. Másodszor, minden listán (és nem egyszerűen az 5. listán) szereplő szavak véletlenszerű sorrendben kerültek bemutatásra. Azért választottuk ezt az eljárást, mert el akartuk kerülni, hogy csak a céllista kerüljön véletlenszerű sorrendbe. Gyanítjuk, hogy Nunes és Weinstein a nem célpontok listáját az asszociatív erősség csökkenő sorrendjében mutatta be, mert több hamis emléket akartak előidézni, ami a jelenlegi célok szempontjából nem volt fontos. Vegye figyelembe, hogy e változások ellenére a 4. kísérletet továbbra is közvetlen replikációnak tekintjük (Simons, 2014; Zwaan et al., 2017).
Cistanche kivonat por
Kattintson ide a Cistanche termékek megtekintéséhez
【Kérjen többet】 E-mail:cindy.xue@wecistanche.com / Whats App: 0086 18599088692 / Wechat: 18599088692
Eredmények
Behatolások az 5. lista visszahívása során
A kísérlet kiugró határértéke 8,43 behatolás volt (M=2.01, SD=3.21), amely négy résztvevő adatait kizárta. Amint az a 8. ábra bal oldali paneljén látható, a tesztelt résztvevők kevesebb behatolást (M=0,77, M=0,01 arányban) mutattak, mint a nem tesztelt résztvevők (M {{12} }.10, M=.04 arányban), t(61)=3.56, p < .001, d=0.90, B10=40.74 . Ez a megállapítás összhangban van az 1. és 2. kísérletből származó adatainkkal, de eltér a 3. kísérlettől, valamint Nunes és Weinsteintől (2012). A kritikus hamis visszahívási adatok is eltértek a 3. kísérlettől, valamint Nunes és Weinstein adataitól. Pontosabban, az interpolált tesztelés csökkentette a kritikus hamis visszahívást (Mtest=0.03, Mno-teszt=0.10), t(61)=2.51, p=.015 , d=0.64, B10=3.46. Lehetséges, hogy az ellensúlyozás hiánya a 3. kísérletben, valamint Nunes és Weinstein hozzájárult ahhoz, hogy a tesztelés nulla hatást gyakoroljon a behatolásokra és a kritikus hamis visszahívásra.
8. ábra: A behatolások gyakorisága az 5. lista visszahívása során (balra) és az 5. lista helyes visszahívásának aránya (jobbra) a beavatkozó feladat és a PI-szint függvényében a 4. kísérletben. A hibasávok leíró 0,95-ös konfidenciaintervallumokat jelenítenek meg. A jittert az adatpontok vízszintes szétszórására vezették be, hogy növeljék az adatpontok láthatóságát
Soroljon fel 5 helyes visszahívást!
A 8. ábra jobb oldali panelje az 5. lista helyes visszahívásának átlagos arányát mutatja. A 3. kísérlet eredményeit tükrözve a tesztkörülmények között (M=0,51) lévő résztvevők jelentősen jobb teljesítményt mutattak, mint a teszt nélküli állapotban lévők (M=.17), t(61)=5.60, p < .001, d=1.42, B10=23280.95. Valójában ez nagyon nagy hatás, és kivételesen erős bizonyítékot szolgáltat az alternatív hipotézis mellett.
Ismét negatív korreláció volt a behatolás és a helyes visszahívás között (lásd 9. ábra), r(61)=-.36, p=.004, B10=8.36. Ha az adatokat feltétel szerint felosztottuk, akkor a korreláció nem volt szignifikáns a nem teszt feltételben sem, r(27)=-.27, p=.160, B01=1.69 , vagy a tesztfeltétel, r(27)=-.02, p=.905, B01=4.66. De a minta hasonló volt az 1. és 2. kísérlethez, ahol a magasabb korrelációt a kontrollállapotban mutatták ki, és valószínűleg az elégtelen teljesítmény az oka ezeknek a nem szignifikáns eredményeknek.
Kombinált elemzések
A következőkben olyan metaanalízisekről számolunk be, amelyek egyesítették a négy kísérletünk és a Nunes és Weinstein (2012) két kísérletének adatait. Rögzített hatású metaanalízist végeztünk a céllista helyes visszahívási teljesítménye alapján. Minden egyes High-PI és Low-PI állapotot külön mintaként kódoltunk, és a teljes metaanalitikai hatás mérete az előremenő teszthatáshoz ezeken a mintákon d=0.89, Z=4.63 , p < ,001. Egy moderátorelemzés a PI szintjével, mint érdeklődésre számot tartó változóval azt mutatta, hogy a PI-beli különbségek nem befolyásolták az előrehaladó tesztelési hatás nagyságát, Z=0.41, p=0,680, a Magas érték mellett -PI (d=0.95) és Low-PI (d=.83) minták, amelyek hasonló hatásméreteket produkálnak. Az alacsony PI-vizsgálatok valamivel kisebb hatásméretét elsősorban Nunes és Weinstein (2012) 2. kísérleti adatainak bevonása okozta. Amikor ezt a vizsgálatot eltávolítottuk a mintából, az alacsony PI-szintű vizsgálatok átlagos előrehaladó tesztelési hatása (d=1.01) éppen akkora volt, mint a High-PI-vizsgálatoké. A 10. ábrán látható erdőrészlet vizsgálata azt mutatja, hogy Nunes és WeinStein 2. kísérletének adatpontja kívül esik a metaanalitikus hatásméret konfidenciaintervallumán. Ezért a 2. kísérletben az előremutató tesztelési hatás hiánya mintavételi hibából és/vagy a céllistaelemek ellensúlyozásának hiányából fakadhat.
9. ábra: Szórásdiagram, amely az 5. lista visszahívása során előforduló behatolások gyakorisága és az 5. lista helyes visszahívásának aránya közötti összefüggést mutatja a 4. kísérletben. Az adatsűrűség láthatóságának javítása érdekében bevezettük a jittert az adatpontok vízszintes eloszlatására.
10. ábra Egy erdőrészlet a metaanalízishez. Minden adatpont mutatja a továbbított tesztelési hatás méretét. Az adatmarker mérete a vizsgálat súlyát jelenti, a hibasávok pedig 0,95 konfidenciaintervallumot jelenítenek meg
Általános megbeszélés
A jelen tanulmány célja az volt, hogy egy kritikus tesztet nyújtson a proaktív interferencia alóli felszabadulásról, figyelembe véve az előrehaladó tesztelési hatást. Az 1. és 2. kísérletben a tartalomváltoztatási módszert használtuk a PI manipulálására, és megvizsgáltuk, hogy a továbbított tesztelési hatás mérete PI-szintenként változik-e. A 3. és 4. kísérletben megkíséreltük Nunes és Weinstein (2012) tanulmányának közvetlen megismétlését, amely nagymértékben megfelelt az 1. és 2. kísérletben szereplő alacsony PI-feltételünknek. Ha az interpolált tesztelés a PI csökkentésével elősegíti az új tanulást, akkor az előremutató tesztelési hatást csökkenteni vagy kiküszöbölni, ha a PI-szint alacsony, mert a teszteléssel tovább csökkenthető PI-érték alig vagy egyáltalán nem lenne. Éppen ellenkezőleg, négy kísérlet során azt találtuk, hogy az interplated tesztelés következetesen elősegítette az új tanulást, függetlenül attól, hogy a résztvevők milyen szintű PI-t tapasztaltak.
Ezek az eredmények azt sugallják, hogy bár az interpolált tesztelés megszabadíthatja a résztvevőket a proaktív interferencia negatív hatásaitól, ez az előny valószínűleg nem lesz az előremutató tesztelési hatás oka. Az előremutató tesztelési hatás változatlansága a PI-manipulációnkkal szemben paradoxnak tűnhet, mivel következetesen negatív korrelációt figyeltünk meg a helyes visszahívás és a résztvevők közötti behatolás között. Első pillantásra úgy tűnik, hogy ez utóbbi megállapítás alátámasztja a PI-fiókból való kiadást, mert az egyik értelmezés szerint az interpolált tesztelés csökkenti a válaszversenyt a visszahívás során, ami megkönnyíti a tesztelt résztvevők számára a vizsgált elemek visszakeresését. Adataink két problémát tártak fel ezzel az értelmezéssel. Először is, a negatív korrelációt főként a nem tesztelt résztvevők okozták. Másodszor, ami még fontosabb, az a tény, hogy a behatolások számának csökkenése és a helyes felidézés fokozódása együtt jár, nem utal okozati összefüggésre. Hasonló módon a (visszafelé) tesztelési hatás egyik legerősebb korrelációja a visszakeresési gyakorlat teljesítménye. Rowland (2014) az irodalom metaanalízisében kimutatta, hogy azok a vizsgálatok, amelyek jobb visszakeresési gyakorlatról számoltak be, nagyobb tesztelési hatást produkáltak. Ezen az összefüggésen alapuló ok-okozati érvelés megjósolásához vezethet, hogy a visszakeresési gyakorlat csak akkor válik jót a tanulásnak, ha az sikeres, de a tanulmányok mára kimutatták, hogy a sikertelen visszakeresési gyakorlat fokozhatja a visszatartást (Carneiro et al., 2018; Davis et al., 2017; Knight et al., 2012; Pyc és Rawson, 2010, 2012).
Cistanche kiegészítő a közelemben
Hasonlóképpen, úgy tűnik, hogy a tesztelésből származó előnyök a PI-ből való felszabadulási hatáshoz kapcsolódnak, de nem függnek attól. Úgy gondoljuk, hogy a behatolások és a helyes visszahívás közötti negatív korrelációt egy harmadik változó vezérli, és az egyik lehetséges jelölt az, hogy a tesztelés elősegíti a szemantikai szerveződést a memóriában (Chan, Manley és mtsai, 2018; Zaromb és Roediger, 2010). A legújabb kutatások kimutatták, hogy az egymást követő tesztek során a tanulók egyre nagyobb valószínűséggel csoportosítanak szemantikailag kapcsolódó elemeket a felidézés során, és a klaszterezés szintje pozitívan kapcsolódik a helyes felidézési teljesítményhez (Chan és mtsai, 2020; Yang et al., 2021). A közelmúltban ezt a továbbfejlesztett memóriaszervezést annak tulajdonítottuk, hogy a résztvevők listákon keresztül optimalizálták kódolási és visszakeresési stratégiájukat (Chan és mtsai, 2020; Chan, Manley és mtsai, 2018). Bár az előzetes tesztelési irodalomban található tanulmányok csak a szemantikai kapcsolatokon alapuló klaszterezést vizsgálták, más tanulmányok kimutatták, hogy a tesztelés növelheti az időbeli klaszterezést és szegregációt is. Pontosabban, az interpolált tesztelés elősegítheti a tanulók azon képességét, hogy csoportosítsák azokat az elemeket, amelyeket időbeli közelségben tanulmányoztak (azaz ugyanazon a listán tanulmányozott elemeket), miközben egyidejűleg elkülöníti a lekérés előtt vagy után vizsgált elemeket (azaz a listákon keresztül tanulmányozott tételeket; Brewer). és munkatársai, 2010; Chan és McDermott, 2007; Jang és Huber, 2008; Kliegl és Bäuml, 2021; Wahlheim, 2015; Yang és mtsai, 2021). Ahogy Darley és Murdock (1971) feltételezte, a kódolási és visszakeresési feladat közötti váltás lehetőséget nyújthat a tanulóknak arra, hogy gondolatban címkézzenek vagy címkézzenek tételeket az alapján, hogy korábban tesztelték-e vagy sem (Davis et al., 2017), és ez a címkézési mechanizmus. csökkentheti a behatolást (Pierce et al., 2017) akár korai szelekciós, akár késői korrekciós mechanizmus révén. A korai szelekció szempontjából a résztvevők korlátozhatják a visszakeresést az elülső oldalon azáltal, hogy megpróbálnak emlékezetben olyan elemek között keresni, amelyeket korábban nem gyűjtöttek le (Rugg et al., 2000; Shimizu és Jacoby, 2005); alternatív megoldásként a résztvevők megpróbálhatnak széles körű keresést a memóriában, majd visszatarthatják a korábban visszahívott elemek kiadását. A korai szelekciós mechanizmus – vagyis a korlátozott visszakeresés – egyaránt szolgálhatja a helyes visszahívás növelését (a keresési halmaz csökkentésével) és a behatolások csökkentését (mivel a korábban tesztelt elemek nem szerepelnek a keresési halmazban), ezáltal negatív korrelációt hoz létre e függő változók között. .
A közelmúltban a kutatók azt állították, hogy a visszakeresés PI-csökkentő hatása hozzájárul az előrehaladó tesztelési hatáshoz (Dang et al., 2021; Yang et al., 2021). Ezen érvelés alátámasztása egy közvetítői elemzésen alapult, amelyben az előzetes listás behatolások jelentős közvetítőként szolgáltak az interpolált tevékenység független változója (azaz a tesztelés és az újravizsgálat) és a helyes felidézés függő változója között, és a kutatók ezt az indirekt módon értelmezték. a visszakeresés elszigeteli a tanulókat a PI-től, ami viszont elősegíti az új tanulást. A jelen esetben azonban óva intünk egy ilyen értelmezéstől, mert nem volt időbeli elsőbbség a közvetítő (azaz a behatolások) és a függő változó (azaz a helyes visszahívás) között. Ehelyett a behatolások és a helyes felidézés ugyanabban a kísérleti fázisban történik, ami lehetetlenné teszi az ok-okozati összefüggések időbeli sorrenden keresztüli következtetését (azaz valami, ami később történik, nem okozhat olyasmit, ami korábban történik; Aalen et al., 2012; Hayes, 2018; Preacher, 2015 Walters, 2019). Valójában meg lehet fordítani a közvetítő és a függő változó szerepét a Dang és munkatársai által végzett elemzésekben. (2021) és Yang et al. (2021) szerint a helyes felidézés közvetítőként, a behatolás pedig a függő változó. Ennek a lehetőségnek a feltárására mediációs elemzést végeztünk Dang et al. és Yang et al. az Open Science Frameworkben biztosított.
Először megpróbáltuk megismételni az eredeti mediációs elemzéseiket, és modellünk eredményei összhangban voltak az övékkel, így a behatolások jelentős közvetett hatást gyakoroltak a helyes felidézésre.2 Ezt követően megvizsgáltuk a fordított mediációs modell életképességét. Ahogy sejtettük, ennek a fordított modellnek a közvetett hatása is szignifikáns volt, -0.238 [-0.418, -0.112] Dang et al. és {{7 }}.942 [-1.217, -0.666] Yang et al.-ban, ami azt jelzi, hogy az interpolált tesztelés a helyes visszahívás révén befolyásolja a korábbi listák behatolásait. Ennek a fordított modellnek a jelentősége rávilágít arra, hogy milyen nehézségekbe ütközik egy olyan mediációs elemzés eredményei, amelyben a mediátor és a függő változó nem rendelkezik egyértelmű időbeli elsőbbséggel.
Szívesen megemlítenénk, hogy egy közelmúltbeli jelentésben Chan, Manley et al. (2018) azt javasolta, hogy az interpolált tesztelés javíthatja az új tanulást a kategorizált listák tanulási paradigmájában azáltal, hogy növeli annak valószínűségét, hogy a résztvevők észreveszik a listák kategorizált jellegét. Az ötlet az, hogy amint a résztvevők felismerik a listák kategorizált jellegét, megpróbálják kódolni a szemantikai kapcsolatot a hasonló listaelemek között, ami javítja a tanulást. Chan és mtsai. továbbá azzal érveltek, hogy ha ez a hipotézis helytálló, a lista kategorizált jellegének könnyen felfedezhetővé tétele (pl. az azonos kategóriába tartozó szavak blokkokban történő bemutatásával) csökkenti a továbbított tesztelés előnyeit, és Nunes és Weinstein (2012) szerint. egy ilyen hipotézis előzetes alátámasztása. A jelenlegi eredmények egyértelműen ellentétesek ezekkel az előrejelzésekkel.
Korlátozások
Ennek a tanulmánynak az egyik korlátja, hogy csak a PI visszakeresési formájával foglalkoztunk, mivel mértük a behatolásokat. De a kódolást a PI felhalmozódása is befolyásolhatja, mivel a tanulók figyelmi erőforrásai romolhatnak, miközben folytatják az információ kódolását. Például egy EEG-vizsgálatban Pastötter és munkatársai (2011) arról számoltak be, hogy az interpolált tesztelés javította az új információk kódolását azáltal, hogy csökkenti a figyelmetlenséget, amit az alfa-erő (a figyelmetlenség elektrofiziológiai korrelációja) növekedése bizonyít a kontroll résztvevők listái között. de nem a tesztelt résztvevők számára. Továbbá Szpunar és munkatársai (Szpunar et al., 2013; Jing et al., 2016; lásd még Pan és mtsai, 2020, a hasonló finanszírozás előtesztelésével, nem pedig interpolált teszteléssel) kimutatták, hogy egy videón rögzített előadás megtekintésekor , azok a résztvevők, akik 5 percenként kaptak interpolált tesztet, sokkal kisebb valószínűséggel számoltak be elmélkedésről, mint a kontroll résztvevők. Azonban, amint azt korábban kifejtettük, úgy gondoljuk, hogy az ilyen figyelemalapú mechanizmusokat a PI-fióktól eltérően kell kezelni, mert ha megengedjük, hogy ez a fiók figyelmi/kódoláson alapuló mechanizmusokat foglaljon magában, az túl tág és nehezen meghamisítható lenne.
Vizsgálataink, mint sok viselkedési tanulmány, szintén nem tették lehetővé a kódoláson és a visszakeresésen alapuló hatások megkülönböztetését, mivel a kódolási manipulációnk (pl. High-PI vs. LowPI) lépcsőzetes hatással lehetett, és valószínűleg volt is a visszakeresésre. A jövőbeli tanulmányok megpróbálhatják szétválasztani az előrehaladó tesztelési hatás kódolási és visszakeresési hatásait agyi képalkotás vagy elektrofiziológiai módszerekkel, amelyek valós idejű adatokat szolgáltatnak a kódolás során (Pastötter et al., 2011; lásd még Beardsley és mtsai, 2018).
Egy másik kérdés, amellyel foglalkozni szeretnénk, a PI működési meghatározása. Jelen kísérleteinkben a behatolások gyakoriságát használtuk a PI mérőszámaként, ahogy a legtöbb tanulmány az előrehaladó hatásvizsgálati hatások szakirodalmában. De a verbális tanulás korszakában a helyes visszahívási teljesítményt rendszeresen használták a PI hatások bemutatására. Például, ha összehasonlítjuk a memória teljesítményét azon résztvevők között, akik egyetlen AD-listát (előzetes vizsgálat nélkül) tanulmányoztak azokkal a résztvevőkkel, akik az AD-listát megelőzően tanulmányoztak egy AB-listát, az AD-felidézés korábbi tanulás miatti csökkenését tekintették a PI bizonyítékának. Ezt a definíciót elfogadva vitatkozhatunk azzal, hogy a PI-manipulációnknak nincs hatása, mivel a kontroll résztvevők következetesen gyengébb helyes felidézési teljesítményt mutattak a céllistán, mint a tesztelt résztvevők 1. lista visszahívási teljesítménye (ami egyenértékű azon résztvevők csoportjával, akik nem végeztek előzetes vizsgálatot, lásd 1. táblázat). A PI ezen definíciójának elfogadása az előremutató tesztelési hatásra azonban pusztán leíró jellegűvé (nem pedig magyarázóvá) tenné a kibocsátást a PI-ből, mert ha előremutató tesztelési hatást találnak, a definíció szerint a tesztelt állapot résztvevőinek felül kell teljesíteniük a az ellenőrzési feltétel. Az ilyen különbség állítása, mint a PI-től való felszabadulás, egyszerűen megismétli, nem pedig megmagyarázza a jelenséget.
Végül elismerjük, hogy a mintánk mérete túl kicsi volt ahhoz, hogy észleljük az átmeneti aktivitás és a PI-szint közötti kölcsönhatást. Ha mérsékelt hatásméretet (pl. f=.2) feltételezünk az interakciós hatáshoz 0,05 és 0,80 hatványértékkel, akkor 199 résztvevő teljes mintájára lett volna szükség. Észrevehető, hogy az előrehaladó tesztelési effektus mérete kisebb volt az alacsony PI feltételnél, mint a magas PI állapotnál mindkét 1. kísérletből (Low-PI =.14, High-PI=.20). ) és a 2. kísérlet (alacsony PI=0,23, magas PI=0,31), és ezeknek a nem szignifikáns különbségeknek az egyik értelmezése az, hogy az előremutató tesztelési hatás kevésbé volt kifejezett, amikor a résztvevők kevesebb PI-t tapasztaltak. Óvakodunk azonban a különbségek nyers valószínűségeken alapuló túlértelmezésétől, mivel ezek nem veszik figyelembe az adatok variabilitásának különbségeit. Ha ugyanezeket az adatokat Cohen d-vel vizsgáljuk, világossá válik, hogy a százalékos eltérések inkább látszólagosak, mint valósak. Pontosabban, az előrehaladó tesztelési hatás 0,81 alacsony PI állapotban és 0,82 magas PI állapotban az 1. kísérletben, 1,09 alacsony PI állapotban és 1,20 magas PI állapotban a 2. kísérletben. továbbra is lehetséges, hogy a PI feltétele és az átmeneti aktivitás közötti kölcsönhatás nem volt szignifikáns az alacsony statisztikai erő miatt. Más szavakkal, a PI-ből való felszabadulás kis mértékben hozzájárulhatott az előrehaladó tesztelési hatáshoz, de kísérleteink nem voltak elég erősek ennek kimutatására. Így a PI szint és az átmeneti tevékenység közötti kapcsolatot vizsgáló jövőbeli kutatások számára előnyös lenne egy nagyobb minta.
Záró megjegyzések
Jelen kísérleteinkben egy kritikus tesztet adtunk a PI-ből való kibocsátásról, amelyet széles körben az előremutató tesztelési hatás egyik kulcsfontosságú magyarázataként tartanak számon. Négy kísérlet során következetesen olyan adatokat figyeltünk meg, amelyek sértik az előrejelzéseket. Fontos, hogy nem sikerült megismételnünk Nunes és Weinstein (2012) finanszírozását, amely eddig a döntő bizonyítékot szolgáltatta a release-fromPI-fiókhoz. Adataink legalábbis azt sugallják, hogy ha a PI-ből való felszabadulás hozzájárul az előremutató tesztelési hatáshoz, akkor valószínűleg kisebb szerepet játszik a korábban vártnál.
Mivel tanulmányunkat a PI-ből való felszabadulás hipotézisének tesztelésére tervezték, nem tudta megválaszolni azt a kérdést, hogy "ha a proaktív interferencia alóli felszabadulás nem okozati tényező az előremutató tesztelési hatásban, akkor mi az?" Szerencsére számos lehetséges magyarázat maradt. Például az interpolált tesztelés potencírozhatja az új tanulást a figyelmes kódolás elősegítésével (Chan és mtsai, 2020; Szpunar, 2017; Szpunar et al., 2013; Weinstein és mtsai, 2014). Egy másik lehetőség, hogy a tesztelés lehetővé teheti a tanulók számára, hogy hatékonyabb kódolási/visszakeresési stratégiákat dolgozzanak ki, amelyek kihasználják a jobb memóriaszervezést (Chan és mtsai, 2020; Dang et al., 2021) vagy a kontextuális szegregációt (Yang et al., 2021). A jövőbeli kutatások, amelyek közvetlenül foglalkoznak ezekkel a fiókokkal, segíteni fognak abban, hogy jobban megértsük az előremutató tesztelési hatást.
Hivatkozások
Aalen, OO, Røysland, K., Gran, JM és Ledergerber, B. (2012). Ok-okozati összefüggés, közvetítés és idő: dinamikus nézőpont. A Királyi Statisztikai Társaság folyóirata. A sorozat: Statisztika a társadalomban, 175(4), 831–861. https://doi.org/10.1111/j.{7}}X.2011. 01030.x
Bäuml, KHT és Kliegl, O. (2013). A visszakeresési folyamatok kritikus szerepe a proaktív interferencia alóli felmentésben. Journal of Memory and Language, 68(1), 39–53. https://doi.org/10.1016/j. jml.2012.07.006
Beardsley, M., Hernández-Leo, D. és Ramirez-Melendez, R. (2018). Reprodukálhatóság keresése: A tesztelési hatás multimodális vizsgálatának értékelése. Journal of Computer Assisted Learning, 34(4), 378-386. https://doi.org/10.1111/jcal.12265
Bonner, SM (2009). Gyakorló tesztek oktatói fejlesztő célú felhasználásának vizsgálata. Journal of Multidisciplinary Evaluation, 6(12), 125-136.
Brewer, GA, Marsh, RL, Meeks, JT, Clark-Foos, A. és Hicks, JL (2010). A szabad visszahívási tesztelés hatása a későbbi forrásmemóriára. Emlékezet, 18(4), 385–393. https://doi.org/10. 1080/09658211003702163
Brown, J. (1958). Az azonnali memória bomláselméletének néhány tesztje. Quarterly Journal of Experimental Psychology, 10(1), 12–21.https://doi.org/10.1080/17470215808416249
Carneiro, P., Lapa, A. és Finn, B. (2018). A sikertelen visszakeresés hatása a gyermekek későbbi tanulására. Journal of Experimental Child Psychology, 166, 400–420. https://doi.org/10. 1016/j.jecp.2017.09.010
Chan, JCK és McDermott, KB (2007). A tesztelési hatás a felismerési memóriában: Kettős folyamatfiók. Journal of Experimental Psychology: Learning Memory and Cognition, 33(2), 431–437.https://doi.org/10.1037/{{}}.33.2.431
Chan, JCK, Manley, KD és Lang, K. (2017). Megerősített szuggesztibilitás: Retrospektív és új vizsgálat. Journal of Applied Research in Memory and Cognition, 6(3), 213–229. https://doi.org/10.1016/j.jarmac.2017.07.003
Chan, JCK, Manley, KD, Davis, SD és Szpunar, KK (2018). A tesztelés potencírozza az új tanulást egy megőrzési intervallumon és egy késleltetésen keresztül: stratégiaváltási perspektíva. Journal of Memory and Language, 102 (május), 83–96. https://doi.org/10.1016/j.jml. 2018.05.007
Chan, JCK, Meissner, CA és Davis, SD (2018). A visszakeresés felerősíti az új tanulást: elméleti és metaanalitikus áttekintés. Psychological Bulletin, 144(11), 1111–1146. https:// doi.org/10.1037/bul0000166
Chan, JCK, Manley, KD és Ahn, D. (2020). Potencírozza-e a visszakeresés az új tanulást, amikor a visszakeresés leáll, de az új tanulás folytatódik? Journal of Memory and Language, 115. (július), 104150. https://doi.org/10.1016/j.jml.2020.104150
Conway, ARA, Kane, MJ, Bunting, MF, Hambrick, DZ, Wilheim, O. és Engle, RW (2005). Munkamemória span feladatok: Módszertani áttekintés és használati útmutató. Psychonomic Bulletin and Review, 12(5), 769–786. https://doi.org/10.1021/ can-v020n021.p1399
Dang, X., Yang, C. és Chen, Y. (2021). Korkülönbség az előremutató tesztelési hatásban: A stratégiaváltás és a proaktív beavatkozástól való megszabadulás szerepe. Kognitív fejlődés, 59 (június), 101079.https://doi.org/10.1016/j.cogdev.2021.101079
